FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS
ESCOLA DE ECONOMIA DE SÃO PAULO
EDUARDO BALESTRERO THIELE
OS DETERMINANTES MACROECONÔMICOS DA ESTRUTURA A TERMO DAS EXPECTATIVAS DE INFLAÇÃO NO BRASIL
EDUARDO BALESTRERO THIELE
OS DETERMINANTES MACROECONÔMICOS DA ESTRUTURA A TERMO DAS EXPECTATIVAS DE INFLAÇÃO NO BRASIL
Dissertação apresentada à Escola de Economia de São Paulo da Fundação Getúlio Vargas, como requisito para obtenção do título de Mestre em Economia.
Campo de conhecimento: Finanças
Orientador: Prof. Dr. Marcelo Fernandes
Thiele, Eduardo Balestrero.
Os determinantes macroeconômicos da estrutura a termo das expectativas de inflação no Brasil / Eduardo Balestrero Thiele. - 2014.
42 f.
Orientador: Marcelo Fernandes
Dissertação (MPFE) - Escola de Economia de São Paulo.
1. Macroeconomia. 2. Inflação - Brasil. 3. Política monetária. 4. Modelos
econométricos. I. Fernandes, Marcelo. II. Dissertação (MPFE) - Escola de Economia de São Paulo. III. Título.
EDUARDO BALESTRERO THIELE
OS DETERMINANTES MACROECONÔMICOS DA ESTRUTURA A TERMO DAS EXPECTATIVAS DE INFLAÇÃO NO BRASIL
Dissertação apresentada à Escola de Economia de São Paulo da Fundação Getúlio Vargas, como requisito para obtenção do título de Mestre em Economia.
Campo de conhecimento: Finanças Data de Aprovação
28/01/2014
Banca Examinadora:
Prof. Dr. Marcelo Fernandes FGV-EESP
Prof. Dr. Ricardo Ratner Rochman FGV-EESP
AGRADECIMENTOS
Agradeço a toda minha família, em especial aos meus pais, Gilson e Flávia, pelo amor e pelo esforço que sempre fizeram em favor do meu crescimento pessoal e profissional.
À minha namorada e companheira de todas as horas, Mariana, pelo carinho, amor e compreensão que me dedicou ao longo do curso e do desenvolvimento deste trabalho.
Ao meu orientador, Marcelo Fernandes, pelo tempo despendido para me orientar e pelas valiosas contribuições na realização deste estudo.
À Lanx Capital pelo apoio financeiro, em especial ao Tulio Ribeiro pelo estímulo inicial e incentivo constante.
RESUMO
Este trabalho visa analisar a dinâmica das expectativas de inflação em função das condições macroeconômicas. Para tal, extraímos as curvas de inflação implícita na curva de títulos públicos pré-fixados e estimamos um modelo de fatores dinâmicos para sua estrutura a termo. Os fatores do modelo correspondem ao nível, inclinação e curvatura da estrutura a termo, que variam ao longo do tempo conforme os movimentos no câmbio, na inflação, no índice de commodities e no risco Brasil implícito no CDS. Após um choque de um desvio padrão no câmbio ou na inflação, a curva de inflação implícita se desloca positivamente, especialmente no curto prazo e no longo prazo. Um choque no índice de commodities também desloca a curva de inflação implícita positivamente, afetando especialmente a parte curta da curva. Em contraste, um choque no risco Brasil desloca a curva de inflação implícita paralelamente para baixo.
ABSTRACT
This paper aims to analyze the dynamics of inflation expectations according to macroeconomics conditions. To this end, we extract the expected inflation curve implied by indexed bonds and then estimate a dynamic factor model. The factors corresponds to the level, slope and curvature of the term structure, varying over time as a function of the exchange rate, inflation, commodities index and the CDS-implied Brazil risk. A standard deviation shock in the exchange rate increases inflation more in the short and long terms than in the medium run. The same pattern arises in the presence of a shock in inflation. A shock in commodity prices increases inflation mostly in the short term, stabilizing notwithstanding at a higher level than the original curve. In contrast, a shock in the CDS shifts down the expected inflation curve in a virtually parallel manner.
LISTA DE FIGURAS
Figura 1 – Composição da DPMFi…..... 18
Figura 2 – Volume da DPMFi em NTN-B vs % de NTN-B na DPMFi... 19
Figura 3 – Prazo médio de vencimento da DPMFi... 20
Figura 4 – Média móvel de 30 dias do volume de NTN-B negociado no mercado secundário... 21
Figura 5 – Dinâmica das taxas de inflação implícita ao longo do tempo de acordo com sua duração... 25
Figura 6 – Dinâmica das cargas aplicadas sobre os três fatores... 29
Figura 7 – Dinâmica do Beta 1 em relação à sua variável empírica... 32
Figura 8 – Dinâmica do Beta 2 em relação à sua variável empírica... 33
Figura 9 – Dinâmica do Beta 3 em relação à sua variável empírica... 34
Figura 10 – Curva de inflação implícita após choque no USDBRL e curva de inflação implícita original... 35
Figura 11 – Curva de inflação implícita após choque no CDS e curva de inflação implícita original... 36
Figura 12 – Curva de inflação implícita após choque no CRB e curva de inflação implícita original... 37
Figura 13 – Curva de inflação implícita após choque no IPC FIPE e curva de inflação implícita original... 38
LISTA DE TABELAS
Tabela 1 – Estatísticas descritivas da curva de inflação implícita... 23
Tabela 2 – Estatísticas descritivas da curva de inflação implícita ... 27
Tabela 3 – Resultado da regressão... 30
SUMÁRIO
1. INTRODUÇÃO ... 11
2. REVISÃO DE LITERATURA ... 14
2.1 Revisão Acadêmica ... 14
2.2 Mercado de títulos públicos no Brasil ... 17
3. METODOLOGIA ... 22
3.1 Dados ... 22
3.1.1 Inflação Implícita ... 22
3.1.2 Dados macroeconômicos ... 25
3.2 Modelo ... 28
4. RESULTADOS ... 30
5. CONCLUSÃO ... 40
1. INTRODUÇÃO
Inflação costuma ser o centro da atenção e preocupação das políticas adotadas pelos bancos centrais, seja quando está excessivamente alta, seja quando apresenta taxas negativas. Mais importante do que a própria inflação corrente, as expectativas inflacionárias são fundamentais para a atuação da autoridade monetária.
Em 2004, o presidente do Federal Reserve, Ben Bernanke, em discurso ao mercado, chamou atenção para três pontos de interesse dos bancos centrais relacionados às expectativas inflacionárias de participantes do mercado financeiro.1 A primeira razão estaria associada à busca da estabilidade de preços ser o principal objetivo da política monetária. Nesse sentido, os bancos centrais podem valer-se dos dados de preços e taxas de ativos como sendo as expectativas do setor privado e assim melhorar suas previsões. A segunda razão apontada por Bernanke relaciona-se à importância das expectativas de inflação para os formuladores de política econômica. Vasta literatura endereça essa questão, afirmando que políticas monetárias exitosas devem estabilizar ou ancorar as expectativas de inflação para que elas não se tornem uma fonte de instabilidade econômica. Por fim, Bernanke afirma que o conhecimento das expectativas inflacionárias no mercado financeiro permite o cálculo das taxas de juros reais, indicadores importantes tanto para avaliar a situação econômica de um país quanto para a implementação da política monetária.
Para os propósitos do presente trabalho, as afirmações de Bernanke são particularmente relevantes porque reforçam a importância das expectativas do setor privado através das taxas implícitas nos títulos públicos federais.
Duas abordagens se destacam na mensuração das expectativas inflacionárias. A primeira é através da realização de pesquisas sobre a expectativa dos níveis de
1 Disponível em: http://www.federalreserve.gov/boarddocs/speeches/2004/20040415/. Último
12
inflação em datas futuras com os participantes dos mercados financeiros, economistas, gestores de empresas e outros profissionais que dependem das expectativas de inflação para tomar decisões. No Brasil, a principal pesquisa sobre expectativas inflacionárias é divulgada semanalmente no Boletim Focus. A outra é a observação da inflação implícita nos títulos públicos federais. Tais valores são obtidos subtraindo as taxas dos títulos indexados à inflação (taxa de juros real) das taxas dos títulos pré-fixados (taxa de juros nominal) com mesma duração. A inflação implícita é também conhecida como Break Even Inflation Rate (BEIR)2.
A literatura sobre títulos indexados à inflação é bastante limitada para o mercado brasileiro. Com o aumento crescente da utilização deste tipo de título no financiamento de governos de todo o mundo, principalmente no Brasil, estudos como este são de suma importância para que se possa entender melhor a relação entre diferentes variáveis macroeconômicas e as expectativas inflacionárias para tornar possível o desenvolvimento de novas estratégias para o controle da inflação. O objetivo deste estudo é entender a dinâmica das expectativas inflacionárias embutidas nos títulos públicos em função de variações nas condições macroeconômicas. Para tal foi estimado um modelo da curva de inflação implícita em função de variáveis macroeconômicas e posteriormente foi aplicado um choque nessas variáveis e analisada a nova curva de inflação implícita.
Inicialmente, escolhemos 12 diferentes durações para títulos públicos e construímos uma curva de governo com taxas pré-fixadas e outra curva de taxas reais. Posteriormente, extraímos as inflações implícitas na curva de governo. Em seguida, foram definidas seis variáveis macroeconômicas a partir das quais desenvolvemos um modelo de três fatores para descrever a curva de inflação implícita. Como variáveis macroeconômicas escolhemos uma variável cambial (BRL), uma variável inflacionária (IPC FIPE), um índice de preço de commodities (CRB) e o CDS de cinco anos do Brasil por ser um bom indicador da “saúde da economia”. Finalmente testamos a reação da curva de inflação implícita após um choque de um desvio padrão em cada uma das seis variáveis macroeconômicas escolhidas. Os resultados mostraram que após um choque na variável cambial há um aumento na inflação de curto prazo seguido de aumento menor no médio prazo e voltando a aumentar no
2
longo prazo. O choque na variável inflacionária causa forte aumento na inflação de curto prazo, movimento que é rapidamente suavizado para inflação de médio prazo e para as durações mais longas este choque causa leve redução da inflação. Após o choque no preço das commodities a inflação de curto prazo se eleva rapidamente sendo suavizada no médio prazo e se estabilizando até o longo prazo em um nível superior ao da curva original. Já o choque no CDS faz a curva de inflação implícita se deslocar para baixo com uma variação praticamente constante, um pouco mais acentuada no curto prazo.
14
2. REVISÃO DE LITERATURA
2.1 Revisão Acadêmica
A literatura sobre os títulos públicos federais brasileiros que são indexados a índices de preço ainda é pouco desenvolvida se comparada à vasta literatura existente no exterior sobre estes títulos. De maneira geral, a literatura é recente e, dentre outros fatores que ajudaram a estimular esses estudos, está o aumento da liquidez desses títulos nos últimos anos.
O grande diferencial dos títulos públicos indexados à inflação é o fato de estes serem negociados com uma taxa de inflação implícita que varia de acordo com as expectativas inflacionárias dos participantes do mercado financeiro. Caldeira e Furlani (2011) avaliam se a inflação implícita nos títulos indexados traz informação relevante para prever a inflação futura. Também comparam se as BEIRs têm maior capacidade preditiva que os modelos VAR. Para isso, utilizam o Filtro de Kalman afim de permitir que a compensação pelo risco embutida nesses títulos varie com o tempo. Os autores concluem que a BEIR traz informação estatisticamente relevante sobre a inflação futura realizada para títulos de 3, 6 e 9 meses. Para as demais durações os coeficientes não são significativos (ou negativos). Também concluem que as BEIRs possuem maior acurácia para prever a inflação futura do que os modelos VAR.
Val, Barbedo e Maia (2010) extraem as curvas de inflação implícita considerando o prêmio de risco inflacionário e comparam esses valores com as expectativas de mercado da Gerin3 para descobrir qual a melhor previsão para a inflação dos próximos 12 meses. Os resultados mostram que, independentemente do ajuste do prêmio de risco inflacionário, a inflação extraída dos títulos indexados retornam erros menores de previsão do que as expectativas de mercado divulgadas pela Gerin por meio do boletim Focus. Neste estudo foi assumido que não a prêmio pelo risco de inflação.
Rochman e Hatisuka (2011) analisam a ancoragem de inflação de longo prazo no Brasil utilizando a inflação implícita nos títulos indexados à inflação ao consumidor. Para tal, os autores extraem as curvas de juros nominais e reais a partir dos preços de títulos públicos praticados no mercado secundário e, utilizando o modelo de Svensson (1994), extraem as taxas de inflação implícita. Eles observaram que as expectativas de inflação de longo prazo ficam ao redor de 6% a.a. – acima, portanto, da meta de inflação de 4,5% a.a. Após a realização de testes estatísticos, concluem que as expectativas de inflação de longo prazo no Brasil se encontram ancoradas. Chernov e Mueller (2008) utilizam-se da estrutura a termo das expectativas de inflação implícitas na curva de juros nominal e de pesquisas sobre inflação para avaliar se a política monetária é ou não eficiente. Para tal, desenvolvem um modelo de não arbitragem que incorpora as duas curvas de inflação (extraída da curva nominal e fruto de pesquisa) para múltiplas durações. A seguir, medem as expectativas de inflação do setor privado incorporando as duas fontes de informação sobre a inflação. Posteriormente, foram estabelecidos determinantes das expectativas de inflação, e eles então analisam se a regra implícita no modelo respondia a tais determinantes. Os autores encontraram evidências de um viés sistemático nas expectativas de inflação fruto de pesquisas. Ademais, condicionando ambas as expectativas, há evidências de maior estabilidade ao longo do tempo, concluindo-se assim que a política monetária é eficiente e corrige os problemas inflacionários já no curto prazo.
Nelson e Siegel (1987) propuseram um modelo de representação dos formatos tradicionais associados às curvas de juros forward. O modelo parcimonioso proposto se diferenciava dos modelos tradicionais por conseguir descrever a curva de juros
forward através de uma equação linear enquanto os modelos tradicionais eram
16
O modelo proposto consiste em uma equação polinomial de 3 fatores com aproximação exponencial para descrever a curva de juros forward. A equação sugerida possui o seguinte formato:
equação (1)
Onde representa o parâmetro de formato e , e são os fatores de longo prazo, curto prazo e médio prazo, respectivamente.
Diebold e Li (2006) transformaram o modelo de Nelson-Siegel em um modelo dinâmico com o seguinte formato:
equação (2)
Eles interpretam , e como três fatores dinâmicos latente sendo a carga de igual a um, pois não decai a zero no limite, por isso chamado de fator de longo prazo. A carga de começa em um e tem decaimento monotônico e rápido até zero por isso é tido como fator de curto prazo. Já a carga de começa em zero, cresce até certo ponto e depois decai até zero novamente. Assim esse fator é chamado de médio prazo. O gráfico com a dinâmica das cargas dos três fatores pode ser observada na figura 6. Os fatores , e podem ser interpretados como sendo o nível da curva de juros, a inclinação da curva e a curvatura, respectivamente. As principais características do modelo proposto pelos autores é que este possui betas variantes ao longo do tempo, estimados a cada dia e que posteriormente assumem um modelo VAR para suas dinâmicas.
autor utiliza variáveis macroeconômicas norte-americanas como suas variáveis de estado observadas.
2.2 Mercado de títulos públicos no Brasil
A principal fonte de financiamento do Tesouro Nacional para financiar o déficit orçamentário do Governo Federal é a emissão de títulos públicos federais no mercado interno. Estes são instrumentos financeiros de renda fixa e, normalmente, são emitidos via oferta pública. Atualmente a dívida pública federal contraída no mercado interno através da emissão de títulos públicos federais é paga em reais brasileiros e é definida como Dívida Pública Mobiliária Federal interna ou DPMFi. Já a dívida pública federal emitida no mercado internacional é paga em moedas estrangeiras e é definida como Dívida Pública Federal externa ou DPFe.
A Dívida Pública Mobiliária Federal interna é atualmente composta principalmente por títulos públicos federais prefixados, flutuantes, indexados ao câmbio e indexados à inflação.
Os títulos prefixados são a Letra do Tesouro Nacional (LTN) e a Nota do Tesouro Nacional – Série F (NTN-F). A LTN é emitida para prazos curtos e médios de até quatro anos e não paga cupom de juros, sendo o principal acrescido do juro contratado na compra e pago tudo no seu vencimento. A NTN-F é emitida para médios e longos prazos de até dez anos pagando cupom de juros semestral de 10% e retornando a taxa de juros contratada no momento da compra.
O título flutuante é a Letra Financeira do Tesouro (LFT), a qual é emitida para prazos curtos e médios de até cinco anos sem pagar cupom de juros. Seu retorno é flutuante e depende do valor da taxa básica de juros (SELIC).
18
atreladas à variação da cotação do dólar dos Estados Unidos4. As NTN-A já não são mais emitidas pelo Tesouro Nacional.
Os títulos indexados à inflação são a Nota do Tesouro Nacional – Série C (NTN-C) e a Nota do Tesouro Nacional – Série B (NTN-B). A NTN-C paga IGP-M (Índice Geral de Preços do Mercado) mais uma taxa contratada no momento da compra, pagando juros de 6% semestralmente, porém não é mais emitida. A NTN-B é emitida para curtos, médios e longos prazos de até quarenta anos e paga cupom semestral de juros de 6% acrescido do IPCA (Índice Nacional de Preços ao Consumidor Amplo). A composição da DPMFi mudou significativamente ao longo dos anos. Em janeiro de 2000, mais de 85% de toda DPMFi era composta por títulos flutuantes e indexados ao câmbio. Já em Agosto de 2013, mais de 75% da Dívida Pública Mobiliária Federal interna era composta por títulos prefixados e indexados à inflação (Figura 1).
Figura 1 - Composição da DPMFi
Fonte: Secretaria do Tesouro Nacional
4
Fonte: http://www.bcb.gov.br/htms/demab/CaracteristicaTitulos.pdf
39.44%
36.11% 23.81%
0.65% Agosto de 2013
9.00% 5.58%
62.45% 22.82%
Desde 2001, uma das diretrizes do Tesouro Nacional é a substituição gradual de títulos com rentabilidade flutuante por títulos prefixados e títulos indexados à inflação. Inicialmente os títulos indexados à inflação eram compostos inteiramente por NTN-C. Após a adoção do regime de metas de inflação em 1999, o lançamento da NTN-B em 4 de Julho de 20015 alinhou a indexação à meta relativa ao IPCA. Os primeiros leilões de oferta de NTN-B foram realizados em 2002, porém foi somente em 2005 que a participação de NTN-B como percentual da DPMFi ultrapassou 5%. Desde então, houve expressivo aumento na emissão de NTN-B gerando forte aumento em sua participação na DPMFi (Figura 2).
Figura 2 - Volume da DPMFi em NTN-B vs % de NTN-B na DPMFi
Fonte: Secretaria do Tesouro Nacional
A adoção do aumento do prazo médio da DPMFi como uma das diretrizes do Tesouro Nacional impulsionou a utilização da NTN-B ainda mais. Para comprar títulos com vencimentos mais longos, com prazos acima de 10 anos, os participantes do mercado financeiro exigem uma garantia de juros real. Como a NTN-B é indexada a inflação e possui vencimento de até 40 anos, este foi o principal instrumento do Tesouro Nacional para alongar a DPMFi.
5
Fonte: Decreto 3.859 através do site: http://www.planalto.gov.br/ccivil_03/decreto/2001/D3859.htm 10 18 25
72 167
242
299 330 374 454 602 0% 5% 10% 15% 20% 25% 30% 35% 0 100 200 300 400 500 600 700
2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
20
Com o aumento significativo no volume de emissões de NTN-B a partir de 2005 houve grande aumento no prazo médio da DPMFi a partir deste ano, passando de 2,28 anos em 2005 para 4,23 anos em Agosto de 2013 (Figura 3).
Figura 3 - Prazo médio de vencimento da DPMFi
Fonte: Secretaria do Tesouro Nacional. * dados até Agosto de 2013
Apesar de o volume de NTN-B emitido pelo Tesouro Nacional ter aumentado significativamente após 2005, foi somente em agosto de 2011, quando o Banco Central do Brasil inesperadamente cortou a taxa SELIC, que houve expressivo aumento no volume de NTN-B negociado no mercado secundário (Figura 4).
2.28
2.59
3.04
3.28 3.37 3.36
3.49
3.84
4.23
2 2.5 3 3.5 4 4.5
Figura 4 - Média móvel de 30 dias do volume de NTN-B negociado no mercado secundário
Fonte: Ativa Corretora
O aumento no volume de negócios de NTN-B nos últimos anos foi considerado por Val, Barbedo e Maia (2010) como fator fundamental para o desenvolvimento de estudos sobre estimação de expectativas inflacionárias. Tais estudos viabilizaram a construção das curvas de juros reais e de inflação implícita possibilitando assim mais pesquisas nessa área ainda pouco explorada para o mercado brasileiro.
0 500,000 1,000,000 1,500,000 2,000,000 2,500,000
22
3. METODOLOGIA
3.1 Dados
3.1.1 Inflação Implícita
As curvas de inflação implícita foram obtidas através do diferencial entre a curva de taxas pré-fixadas e a curva de taxas reais dada pelas NTN-Bs. A curva de governo brasileira é a curva de juros pré-fixada em que são negociados os títulos públicos federais. A diferença entre a curva de governo brasileira e a curva de juros futuro (DI) negociados na BM&FBOVESPA são os prêmios por liquidez atribuídos aos diferentes títulos públicos federais de diferentes durações.
Para a construção da curva de governo foram utilizadas as curvas6 de LTN e NTN-F. A primeira refere-se à parte curta da curva e a segunda às durações mais longas. Como os três títulos públicos federais que foram utilizados têm características diferentes, LTN não paga cupom, NTN-F paga cupom semestral de 10% e NTN-B paga cupom semestral de 6%, foram definidas 12 durações diferentes como sendo os vértices da curva de governo brasileira. As durações escolhidas foram = 0.5, 1, 1.5, 2, 2.5, 3, 3.5, 4, 4.5, 5, 6 e 7 (em anos). Esses valores foram escolhidos de forma a melhor descrever a curva de governo brasileira dando maior relevância à parte mais curta da curva, à qual existem mais dados. A motivação teórica se deu na conclusão de Patton e Timmermann (2008) de que não faz sentido olhar para vencimentos muito longos, pois as expectativas inflacionárias convergem para a média não condicional da inflação.
Inicialmente foram calculadas as durações para todas as NTN-F e LTN dia-a-dia e construída uma matriz Título versus Data para essas durações. De posse das matrizes de durações e taxas, as taxas foram interpoladas linearmente para as durações definidas anteriormente que são menores que a duração da NTN-F mais
longa e maiores que a duração da LTN mais curta. Para os casos em que não havia dados suficientes para a interpolação, foi utilizada a extrapolação linear. Dessa maneira foram obtidas as curvas de governo brasileira ao longo do período analisado.
Analogamente, para as NTN-B foi calculada uma matriz com as durações dia-a-dia para todos os títulos que existiram no período. Assim, com as duas matrizes (taxas e durações), foi calculada a matriz de taxas para as durações anteriormente definidas utilizando-se os mesmos critérios de interpolação e extrapolação linear descritos acima. Desta maneira foi obtida a matriz das taxas das NTN-B (taxas reais) para as durações pré-definidas ao longo do período de análise.
A partir dos dados das curvas de taxas nominais e reais denominadas para as mesmas durações, para chegar às curvas de inflação implícita foi utilizada a equação de Fisher:
equação (3)
Em que é a inflação implícita (BEIR) com duração no período t, é a taxa de juros nominal com duração no período t e é a taxa de juros real com duração no período t.
As amostras da curva de governo e da curva de juros reais foram obtidas com frequência diária no período de 2 de Janeiro de 2004 até 30 de Abril de 2013. Após a aplicação da metodologia descrita acima, os dados diários das curvas de inflação implícita foram transformados em curvas semanais, de modo que as taxas de inflação implícita da semana s foram definidas como sendo as taxas de quinta-feira da mesma semana.
As estatísticas descritivas da curva de inflação implícita obtida e que serão utilizadas no modelo são dadas abaixo:
Duração Média (% a.a.) Desvio Padrão Mínimo Máximo ACF(1) ACF(9)
24
1 anos 5.441 1.374 3.133 9.685 0.987 0.849
1,5 anos 5.466 1.369 3.188 10.540 0.986 0.869
2 anos 5.507 1.390 3.316 11.320 0.986 0.874
2,5 anos 5.582 1.414 3.030 12.093 0.982 0.864
3 anos 5.667 1.451 3.110 12.866 0.980 0.852
3,5 anos 5.750 1.508 3.259 13.639 0.979 0.839
4 anos 5.822 1.564 3.301 14.411 0.977 0.823
4,5 anos 5.889 1.628 3.292 15.193 0.976 0.808
5 anos 5.967 1.700 3.289 16.001 0.975 0.793
6 anos 6.128 1.857 3.315 17.764 0.972 0.763
7 anos 6.248 2.038 3.356 19.528 0.969 0.739
Tabela 1 – Estatísticas descritivas da curva de inflação implícita
É interessante notar que os desvios-padrão da inflação implícita crescem conforme aumenta a duração, diferentemente do que ocorre quando analisadas as taxas de juros nominais que tendem a ter menor desvio padrão nos vencimentos mais longos. Isso acontece porque quanto mais longo o prazo mais variáveis podem interferir no curso da inflação dificultando sua previsibilidade.
0 4 8 12 16 20
50 100 150 200 250 300 350 400 450
6 meses 1 ano 1,5 anos
2 anos 2,5 anos 3 anos
3,5 anos 4 anos 4,5 anos
5 anos 6 anos 7 anos
T
ax
a
(%
a
o
an
o)
Tempo
Figura 5 – Dinâmica das taxas de inflação implícita ao longo do tempo de acordo com sua duração
3.1.2 Dados macroeconômicos
Para a realização deste estudo foram escolhidas seis variáveis macroeconômicas divulgadas com frequência semanal ou diária como sendo as variáveis de estado observadas para utilização do modelo, são elas:
CDS Brasil 5 anos
O Credit Default Swap (CDS) de Brasil 5 anos (o mais líquido) é um
26
mercado, embutindo a probabilidade de o Brasil não honrar no prazo de 5 anos. Tal variável foi escolhida por ser um bom indicador da “saúde” da economia. Os valores foram extraídos de um terminal Bloomberg. IPC FIPE
O IPC FIPE é um índice de preços ao consumidor do município de São Paulo calculado pela Fundação Instituto de Pesquisas Econômicas (FIPE). Esta variável foi escolhida para ser um indicativo do nível de inflação. Os dados foram obtidos em um terminal Bloomberg.
USDBRL
O USDBRL é o valor da cotação do Real Brasileiro (BRL) contra o Dólar Americano (USD). Tal variável foi escolhida por influenciar diretamente o nível de preço dos bens comerciáveis (tradables). Seus valores foram extraídos de um terminal Bloomberg.
CRB Index
O índice Thomson Reuters/CoreCommodity (CRB) é um índice global de preços de uma cesta de commodities. A sua série de valores foi extraída de um terminal Bloomberg sob o ticker CRY.
Nível
A variável nível é igual à taxa com duração de 5 anos da curva de governo (curva nominal). Tal escolha se deu para que fosse possível ter um indicador do nível da taxa de juros.
Inclinação
A variável inclinação é igual ao diferencial entre as taxas da curva de governo com duração de 5 anos e 0,5 anos. Esta foi escolhida para ser um indicativo da inclinação da curva de juros.
domingo da semana s até quarta-feira da semana s foram definidos como sendo os dados desta semana, já os dados divulgados a partir da quinta-feira da semana s até quarta-feira da semana s+1 foram definidos como sendo os dados da semana s+1. Nos casos em que não foram divulgados os dados macroeconômicos até quarta-feira de uma semana, o seu valor foi tido como sendo o mesmo da semana anterior. Desta maneira garantimos que a curva de inflação implícita no instante t só será testada com variáveis macroeconômicas divulgadas com pelo menos um dia de antecedência, permitindo assim a análise da curva de inflação implícita com os dados macroeconômicos da mesma semana.
As amostras das variáveis de estado observadas foram obtidas com frequência semanal no período de 2 de Janeiro de 2004 até 30 de Abril de 2013 e suas estatísticas descritivas são dadas na tabela 2:
Descrição Média Desv. Pad. Mín. Máx. ACF (1) ACF (9)
CDS Brasil 5 anos (bps) 206.760 153.107 62.157 847.073 0.986 0.888 IPC FIPE (%) 0.391 0.294 -0.500 1.120 0.919 0.073
USDBRL 2.075 0.394 1.553 3.212 0.994 0.944
CRB INDEX 305.978 44.236 205.140 472.360 0.982 0.808 Nível 13.595 2.970 8.805 26.223 0.990 0.880 Inclinação 0.914 1.730 -3.879 7.656 0.980 0.782
Tabela 2 – Estatísticas descritivas da curva de inflação implícita
Para facilitar a interpretação dos coeficientes da regressão, normalizamos as variáveis macroeconômicas pela média e pelo desvio padrão. Para a construção do modelo foi considerada a variação semanal das variáveis macroeconômicas normalizadas.
28
3.2 Modelo
Para analisar a dinâmica da curva de inflação implícita a partir de variáveis macroeconômicas neste trabalho, será utilizado o modelo de três fatores proposto por Huse (2007), utilizando uma formulação ligeiramente diferente para deixar mais claro o equacionamento do problema. Assim, o modelo explorado será o seguinte:
equação (4)
onde , e serão funções das variáveis macroeconômicas escolhidas assim como descrito pelas equações a seguir:
equação (5)
equação (6)
equação (7)
O parâmetro é o principal determinante das cargas
e
associadas aos fatores de curto prazo ( e médio prazo ( respectivamente. A função do é estabelecer o decaimento exponencial das taxas de inflação implícita. Como tal parâmetro foi definido o valor utilizado por Diebold e Li (2006), 0,0609.
Figura 6 – Dinâmica das cargas aplicadas sobre os três fatores
De posse das taxas de inflação implícita ao longo do tempo, das variáveis macroeconômicas normalizadas para o mesmo período e das cargas a serem aplicadas a cada um dos três fatores da regressão proposta por Huse (2007), os dados foram então colocados em estrutura de painel. Foi, em seguida, rodada a regressão múltipla para a variação da taxa de inflação implícita em log, utilizando o método de Mínimos Quadrados Ordinários (MQO).
Para que fosse possível ter algum controle pela liquidez ao longo do período da amostra, foram criadas variáveis indicadoras para cada ano da amostra e tais variáveis foram utilizadas para ajudar a descrever o Nível da curva ( ).
0 0.2 0.4 0.6 0.8 1 1.2
1 2 3 4 5 6 7
Ca
rg
as
Duração (anos)
30
4. RESULTADOS
Após a aplicação da metodologia descrita anteriormente, foi rodada a regressão múltipla para o log da taxa de inflação implícita. Foi considerado um total de 5832 observações (12 prazos em 486 semanas). A Tabela 3 apresenta as estimativas dos coeficientes, todas significantes a um nível de 10%, sendo a vasta maioria a 1%. O ajustado da regressão é de 85,35%, refletindo a boa aderência do modelo. As variáveis Nível e Inclinação se mostraram insignificantes para e .
Variável Coeficiente Erro Padrão P-valor NÍVEL Constante 1.9921 0.0147 0.0000
2005 -0.1339 0.0088 0.0000 2006 -0.3485 0.0094 0.0000 2007 -0.2787 0.0130 0.0000 2008 -0.1522 0.0122 0.0000 2009 -0.0500 0.0160 0.0017
2010 0.0604 0.0163 0.0002
2011 0.1015 0.0152 0.0000
2012 0.1564 0.0162 0.0000
2013 0.2042 0.0175 0.0000
Câmbio 0.1559 0.0198 0.0000 Commodity 0.0274 0.0115 0.0174 Inflação -0.0292 0.0101 0.0038
CDS -0.0110 0.0032 0.0006
Nível Juros 0.1710 0.0049 0.0000 Inclinação Juros 0.0124 0.0029 0.0000 INCLINAÇÃO Constante -0.2713 0.0076 0.0000 Câmbio -0.0333 0.0144 0.0212 Commodity 0.0676 0.0085 0.0000 Inflação 0.1299 0.0076 0.0000
CDS -0.0099 0.0024 0.0000
CURVATURA Constante -0.3256 0.0292 0.0000 Câmbio -0.2276 0.0555 0.0000 Commodity -0.0859 0.0327 0.0087 Inflação -0.0491 0.0294 0.0946
CDS 0.0317 0.0091 0.0005
0.8535 0.8541
Estatística F 1359.4340 P-valor 0.0000
A partir dos resultados acima, foram calculados , e . O foi calculado somando-se o produto dos coeficientes que definem o NÍVEL com seus valores observados. O foi obtido somando-se o produto dos coeficientes que definem a INCLINAÇÃO com seus valores observados e o fator de curto prazo
. Já o foi calculado somando-se o produto dos coeficientes que definem a
CURVATURA com seus valores observados e o fator de médio prazo
.
A estatística descritiva para os três betas foi calculada e está expressa na tabela 4:
Descrição Média Desv. Pad. Mín. Máx. ACF(1) ACF(9)
Beta 1 1.930 0.242 1.533 3.016 0.986 0.869
Beta 2 -0.271 0.184 -0.679 0.359 0.953 0.473
Beta 3 -0.326 0.148 -0.639 0.044 0.973 0.718
Tabela 4 – Estatística descritiva dos três betas
32
0.8 1.2 1.6 2.0 2.4 2.8 3.2
50 100 150 200 250 300 350 400 450
Beta 1 Inflação Longo Prazo Semana
Figura 7 – Dinâmica do Beta 1 em relação à sua variável empírica
-.8 -.6 -.4 -.2 .0 .2 .4 .6
50 100 150 200 250 300 350 400 450
Beta 2
Inclinação Curva Inflação Implícita Semana
Figura 8 – Dinâmica do Beta 2 em relação à sua variável empírica
34
-.8 -.6 -.4 -.2 .0 .2 .4 .6
50 100 150 200 250 300 350 400 450
Beta 3
Curvatura Inflação Implícita Semana
Figura 9 – Dinâmica do Beta 3 em relação à sua variável empírica
De posse dos três betas, foi construída a curva de inflação implícita ao longo do tempo sem as variáveis macroeconômicas. Foram considerados apenas os betas e suas respectivas cargas para nível, inclinação e curvatura. Tal curva “limpa” foi construída para que fosse possível analisar o resultado que um choque, de um desvio padrão, nas variáveis macroeconômicas gera sobre a curva de inflação implícita. Por serem apenas variáveis auxiliares para a construção da curva “limpa”, Nível e Inclinação, foram desconsideradas a partir desta etapa. O valor do desvio padrão para o BRL foi 0.3931, para o CDS foi 0.0419, para o CRB foi 44.1908 e para o FIPE CPI foi 0.2934.
atuação da autoridade monetária para segurar a inflação, via aumento de juros e/ou intervenção no câmbio. Já para o longo prazo, a curva após o choque no USDBRL volta a apresentar aumento maior na inflação implícita devido à propagação das incertezas geradas com o choque no câmbio.
1.90 1.95 2.00 2.05 2.10 2.15 2.20
0 1 2 3 4 5 6 7
.
Curva após choque no USDBRL Curva Ln ( In fla çã o Im pl í ci ta )
Duração (anos)
Figura 10 – Curva de inflação implícita após choque no USDBRL e curva de inflação implícita original
36
CDS, acabam por vendê-los a taxas inferiores às taxas justas, pressionando ainda mais a curva de inflação implícita.
1.900 1.925 1.950 1.975 2.000 2.025 2.050 2.075 2.100
0 1 2 3 4 5 6 7
.
Curva após choque no CDS Curva
Ln ( In fla çã o Im pl í ci ta )
Duração (anos)
Figura 11 – Curva de inflação implícita após choque no CDS e curva de inflação implícita original
1.92 1.96 2.00 2.04 2.08 2.12
0 1 2 3 4 5 6 7
.
Curva após choque no CRB Curva
Ln
(
In
fla
çã
o
Im
pl
í
ci
ta
)
Duração (anos)
Figura 12 – Curva de inflação implícita após choque no CRB e curva de inflação implícita original
38
1.92 1.96 2.00 2.04 2.08 2.12
0 1 2 3 4 5 6 7
.
Curva após choque no IPC FIPE Curva
Ln
(
In
fla
çã
o
Im
pl
í
ci
ta
)
Duração (anos)
Figura 13 – Curva de inflação implícita após choque no IPC FIPE e curva de inflação implícita original
2 4 6 8 10 12
50 100 150 200 250 300 350 400 450
0,5 anos 2 4 6 8 10 12 14
50 100 150 200 250 300 350 400 450
2,5 anos 0 4 8 12 16 20
50 100 150 200 250 300 350 400 450
5 anos 0 4 8 12 16 20
50 100 150 200 250 300 350 400 450
Curv a Realizada Curv a Estimada
7 anos
Semana
Semana Semana
Semana
40
5. CONCLUSÃO
Frente ao crescente aumento da emissão de títulos públicos indexados à inflação para financiamento da Dívida Pública Federal, este trabalho procura contribuir para a literatura sobre a dinâmica das expectativas inflacionárias implícitas nos títulos públicos para o caso brasileiro. Este estudo estima um modelo de três fatores dinâmicos para a estrutura a termo das expectativas de inflação, cujos fatores são influenciados unicamente por variáveis macroeconômicas.
Com esse propósito, obtemos inicialmente as curvas de inflação implícita ao longo do período amostral usando câmbio, inflação, índice de commodities e risco Brasil implícito no CDS como determinantes macroeconômicos das expectativas inflacionárias. As curvas de inflação implícita que estimamos possuem aderência satisfatória. Por exemplo, as taxas implícitas de 2.5 e 5 anos têm correlação de 94.41% e 98.07% com as taxas observadas, respectivamente.
Após um choque de um desvio padrão no câmbio, a inflação de curto prazo apresentou um aumento seguido de um aumento menor até o médio prazo e voltando a subir nas durações mais longas. Um choque na inflação gerou forte aumento na inflação de curto prazo, movimento este que foi rapidamente suavizado até o médio prazo. Já para a parte mais longa este choque causou leve redução da inflação. Com um choque no índice de commodities, a inflação para os prazos mais curtos apresentou forte alta, mostrando leve redução da alta até o médio prazo e se estabilizando nas durações mais longas. Um choque no risco Brasil deslocou a curva de inflação para baixo com uma variação praticamente constante para todas as durações.
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Pós-Graduação em Economia – UFRGS, No 2011/04.
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